計量經(jīng)濟(jì)學(xué)練習(xí)題答案

1、.Ch1一、單選題1-15 DBBCA CCCCD CCBBC二、多選題1、CD 2、AB 3、ABCD 4、ABCD 5、ABCDCh2一、1-10 DBAAC CADAB11-20 DCCAB BADCD21-25 DCDCC二、1-5 ACD ABCDE ABE AC BE6-10 CDE ABCDE CDE ABDE ABDE11-17 ABCDE ABCDE ABCDE BCE ACDE BCD BCCh31-10 DDCBA CCCBC11-20 CDAAC DDABA21-27 BDDBA ACCh41-25 DCABC CADBB CBBED DACDA ACABCCh51-2

2、3 ADAAD ABBAA BBADE BADBC ADACh61-25 DBADD ACDBB DBBDB EAAAC DDCDACh71-20 ADCBC BDCAC ADDDD BADBC21-22 ABCD ABCCh81-20 ABBBB CBBDA BCAAA CBBBD21-22 ABCD BCE Ch91-15 DDCDA BBAAA CCADBCh101-14 ABCAD ADABC ADDDCh111-14 DBBAB ADBCB BADD15-18 ABCD ABCDE ABCD ACDE一、計算題1、（1）方差分析表變差來源平方和（SS）自由度（df）方差來自回歸(ES

3、S)來自殘差(RSS)總變差(TSS)35965 7736042 2 1214 17982.5 6.417（2）可決系數(shù)為：R2=ESS/TSS=35965/36042=0.99786 修正的可決系數(shù)： （3） 可得F這說明兩個解釋變量和.聯(lián)合起來對被解釋變量有很顯著的影響，但是還不能確定兩個解釋變量和.各自對Y都有顯著影響。2、（1） 見下表變差來源平方和自由度（d.f）平方和的均值（MSS）源于回歸(ESS)106.58253.29源于殘差(RSS)1.8170.106總變差(TSS)108.3819（2） （3）可以利用統(tǒng)計量檢驗和對的聯(lián)合影響。 （或 ）因為，和對的聯(lián)合影響是顯著的。3

4、、（1） （2） （3） （4）4、（1）因為總變差的自由度為12=n-1，所以樣本容量：n=12+1=13因為 TSS=RSS+ESS 殘差平方和RSS=TSS-ESS=382-365=17回歸平方和的自由度為：k-1=3-1=2殘差平方和RSS的自由度為：n-k=13-3=10（2）可決系數(shù)為：R2=ESS/TSS=365/382=0.9555 修正的可決系數(shù)： （3）這說明兩個解釋變量和.聯(lián)合起來對被解釋變量有很顯著的影響，但是還不能確定兩個解釋變量和.各自對Y都有顯著影響。5、樣本容量n=19、殘差平方和為29.44，回歸平方和的自由度為3.提出原假設(shè)：（i=2,3n） 備擇假設(shè)：（i

5、=2,3n）構(gòu)造檢驗統(tǒng)計量在顯著性水平為0.05，F(xiàn)統(tǒng)計量臨界值，說明模型中的解釋變量對被解釋變量存在聯(lián)合顯著性影響。二、計算分析題1、(1) 4.2611；0.0044，；的估計為：575424.5/（31-2）=19842.2241 (2)回歸分析結(jié)果的報告格式為：PCEt=160.9073 + 0.7842PDIt(37.7618) (0.0044)t= (4.2611) (178.9205)R20.9991 SE140.8624 DW2.2345 F=32012.53（3）經(jīng)濟(jì)意義檢驗：人均可支配收入每增加1元，平均來講，人均消費支出增加0.7842元；統(tǒng)計學(xué)檢驗：判定系數(shù)很高，在廣東

6、省城鎮(zhèn)居民人均消費支出的總變差中，有99.9%可以由人均可支配收入做出解釋。統(tǒng)計量的值顯著，及t值顯著，廣東省城鎮(zhèn)居民人均消費支出與人均可支配收入的線性關(guān)系是顯著的，人均可支配收入對人均消費支出的影響顯著。計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗：自相關(guān)檢驗根據(jù)DW值2.23 2.042 = 10.43388 2.042 = 所以，拒絕假設(shè)H0: bi = 0, 接受對立假設(shè)H1: bi0 經(jīng)濟(jì)意義：在95置信概率下，農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營收入和其他收入對人均消費支出的彈性系數(shù)都顯著不為0。解：=0.796507經(jīng)濟(jì)意義：在農(nóng)村居民家庭人均消費支出的對數(shù)的總變差中，有79.6507%可以由農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營收入和其他收

7、入的對數(shù)做出解釋。= = 0.781971解：提出假設(shè)H0: b1 =b2= 0 H1: b1、b2不全為0計算檢驗統(tǒng)計量：3.34=F0.05(2,28)所以，拒絕假設(shè)H0: b1 =b2= 0，接受對立假設(shè)H1: b1、b2不全為0。經(jīng)濟(jì)意義：在95的置信概率下，農(nóng)村居民家庭人均消費支出與人均經(jīng)營收入和其他收入之間的線性關(guān)系是顯著的。5、1）（2）經(jīng)濟(jì)意義檢驗：在收入不變的條件下，每增加一單位的財富，就會帶來1.9808個單位消費的增加。在財富不變的條件下，每增加一單位的收入，就會帶來0.3584個單位消費的增加。統(tǒng)計意義：涉及擬合優(yōu)度、T檢驗和F檢驗。t檢驗：對、進(jìn)行顯著性檢驗， ，t=

8、50.4190，拒絕原假設(shè)，說明一國居民的財富對消費支出有顯著性影響。 ，t=16.9103，拒絕原假設(shè)，說明一國居民的收入對消費支出有顯著性影響。檢驗：=0.9938，擬合程度較高。F檢驗：F=1626.707，臨界值，F(xiàn)F臨界值，因此方程整體具有顯著性。計量意義檢驗涉及多重共線性、異方差和自相關(guān)多重共線性的檢驗方法：簡單相關(guān)系數(shù)檢驗法，方差擴(kuò)大（膨脹）因子法，直觀判斷法，逐步回歸法異方差的檢驗方法：圖示檢驗法、戈德菲爾德-夸特檢驗、White檢驗、ARCH檢驗、Glejser檢驗。自相關(guān)的檢驗方法：DW檢驗三、綜合分析題1、該消費模型的判定系數(shù)，統(tǒng)計量的值，均很高，表明模型的整體擬合程度很

9、高。計算各回歸系數(shù)估計量的t統(tǒng)計量值得：，。除外，其余T值均很小。工資收入的系數(shù)t檢驗值雖然顯著，但該系數(shù)的估計值卻過大，該值為工資收入對消費的邊際效應(yīng)，它的值為1.059意味著工資收入每增加一美元，平均來講，消費支出增長將超過一美元，這與經(jīng)濟(jì)理論和生活常識都不符。另外，盡管從理論上講，非工資非農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)業(yè)收入也是消費行為的重要解釋變量，但二者各自的t檢驗卻顯示出它們的效應(yīng)與0無明顯差異。這些跡象均表明模型中存在嚴(yán)重的多重共線性，不同收入部分之間的相互關(guān)系掩蓋了各個部分對解釋消費行為的單獨影響。要消除多重共線可以采取經(jīng)驗方法和逐步回歸方法。2、該題只給出答案要點，具體文字?jǐn)⑹雎?。樣本回歸函數(shù)

10、為 經(jīng)濟(jì)意義檢驗：截距項不顯著，斜率系數(shù)與實際情況不符通不過經(jīng)濟(jì)意義檢驗；統(tǒng)計學(xué)檢驗：判定系數(shù)很高，統(tǒng)計量的值顯著，及t值顯著；計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗：異方差檢驗根據(jù)White檢驗結(jié)果說明存在異方差。 自相關(guān)檢驗根據(jù)DW值0.43，說明存在正自相關(guān)。3、該題只給出答案要點，具體文字?jǐn)⑹雎?。樣本回歸函數(shù)為 經(jīng)濟(jì)意義檢驗：邊際消費傾向為正 統(tǒng)計學(xué)檢驗：判定系數(shù)很高，統(tǒng)計量的值顯著，及t值異常顯著 計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗：異方差檢驗根據(jù)ARCH檢驗結(jié)果說明不存在異方差。 自相關(guān)檢驗根據(jù)DW值0.77，說明存在正自相關(guān)。4、（1）沒有違背無自相關(guān)假定； DW=2.181183，當(dāng)a = 0.05 ，d L = 1.158，d u = 1.391，1.391DWc2 (4) =7.7794，則拒絕原假設(shè)，表明模型中的隨機(jī)誤差項存在異方差。（3）說出一種修正思路即可。加權(quán)最小二乘法或模型的對數(shù)變換。5、（1）建立樣本回歸函數(shù)。 t=經(jīng)濟(jì)意義：當(dāng)農(nóng)村人均收入增加一元時，人均生活費支出平均增加0.8104元。統(tǒng)計意義：t檢驗：對進(jìn)行顯著性檢驗， ，t=37.7771，拒絕原假設(shè)，說明農(nóng)村人均收入對生活